上市公司破產風險時間效應的理論猜想

摘 要：國內外已有研究主要關注破產風險的度量方法和預測效果，較少涉及企業上市后破產風險隨時間變化的一般性規律問題?；?003年3月至2015年6月中國滬深A股市場季度、半年度和年度全樣本數據，利用橫截面固定效應面板模型，實證判別企業破產風險特征隨上市時間變化的內生性規律，并通過實證結果給出理論猜想解釋上市公司破產風險存在內生性時間效應的經濟學原因。實證結果表明：上市公司破產風險的時間效應顯著且穩健，隨上市時間變化呈現倒U型曲線規律，拐點大約出現在6.5年左右；引入償債能力、營運能力和盈利能力等可能的影響因素作為控制變量，上市公司破產風險的時變規律仍然顯著且穩健。因此，上市公司的破產風險存在時間效應，且時間效應具有內生性特征。理論猜想認為：上市條件的硬性約束、企業管理者的上市亢奮、債務的稅盾效應以及企業價值影響效果的權衡導致企業破產風險特征呈現先上升再下降的倒U型內生時變規律。

關鍵詞：上市公司；破產風險；時間效應；內生性

作者簡介：郭婷婷，女，吉林大學商學院博士研究生，從事金融理論與實證研究。

基金項目：國家自然科學基金項目“跨期條件下Beta系數時變對資產定價的影響”，項目編號：1073067；教育部人文社會科學重點研究基地重大項目“我國農村金融生態環境的風險生成機理與政策應對路徑選擇”，項目編號：11JJD790010；教育部“新世紀”優秀人才計劃“金融開放條件下國際金融風險對我國資本市場的沖擊機理研究”，項目編號：NCET-10-0434

中圖分類號：F832.5 文獻標識碼：A 文章編號：1000-7504（2017）02-0074-08

破產風險作為影響上市公司價值的重要因素，通常是指經濟主體的資產不足以償還其負債所引發的財務風險問題。法律意義上的破產是指債務人失去償還債務的能力時，由法院監督對其財產進行強制清算，以保證盡可能地全部償還所有債權的法律制度安排。破產風險不僅關乎企業的生存和發展狀況，同時也涉及股東、債權人以及投資者的切身利益，并成為企業管理者和投資人金融決策過程中非常重要的判別依據。因此，關于企業破產風險特征的研究已經成為國內外學術界和實務界十分熱絡的研究課題之一。

已有關于破產風險的研究主要集中在破產風險預測模型的設定和模型預測準確性方面。Beaver（1966）最早提出了單變量判定模型，發現現金流量與負債總額的比率和資產負債率能夠較好地判定公司的財務狀況。[1]Altman（1968）使用判別分析的方法代替線性回歸方法評估公司的財務特征，提出多元 Z值模型，劃分了借款人違約發生的臨界值和灰色區域（gray area）。[2]Ohlson等（1980）采用了條件概率模型，包括對數成敗比率模型（Logit）和概率單位模型（Probit）兩種統計方法。[3]周首華等（1996）在Z模型的基礎上進行改進，建立了新的財務危機預測模型，即F分數模型（Failure Score Model）。[4]陳靜（1999）發現流動比率和負債比率在預測公司ST方面的效果最好。[5]

毋庸置疑，首次公開發行股票（Initial Public Offerings ，IPO）作為企業發展過程中里程碑式的事件，可以讓企業獲得巨大的股權融資機會，既能夠幫助企業改善資本結構又有機會極大地促進公司業務的拓展。[6]因此，有理由相信企業上市后經營業績應該較之前會有較大幅度的提高，然而事實并非如此。[7]Jain和Kini（1994）提出了IPO效應，即公司在通過IPO上市后往往難以維持其上市前的業績水平，通常上市3-5年后企業的經營業績就會顯著下降。[8]Jensen和Meckling （1976）研究發行公司上市后，由于管理層所持有股份的占比明顯下降，管理層與外部股東之間的委托代理問題更容易加劇，進而引發公司業績下滑。[9]Teoh等（1998）的研究表明，為達到股票發行上市的目的，企業管理層可能進行的會計操縱行為，也是導致企業盈利能力在上市后出現下滑的一個重要原因。[10]Papaioannou等（2003）則認為上市公司在IPO過程中存在明顯的擇機行為，即企業通常會選擇其經營業績較高時上市，其顯然的后果就是上市前的高業績不可維持，表現為上市后企業經營業績的明顯下降。[11]

關于上市公司時間序列特征的研究并不多。Black（1998）提出的企業生命周期理論從時間的角度考察企業特征的變化規律，認為導致企業特征隨時間變化的原因是融資選擇限制、企業規模和生產效率等外部環境因素在企業發展過程中的不同階段存在顯著差異，企業特征的時變規律具有外生性。[12]而Lemmon等（2008）基于美國1956年至2003年上市公司資本結構時間序列數據的實證研究發現，上市公司的資本結構由其初始資本結構決定，并呈現圍繞其初始資本結構上下波動的特征。[13]周開國和徐億卉（2012）以491家中國上市公司為樣本，研究初始負債率與上市后資本結構的關系，發現企業的初始資本結構顯著影響未來的資本結構，表明資本結構確實存在內生性特征。[14]趙晶（2012）針對上海證券交易所2001—2007年間上市的公司樣本進行實證研究發現，上市后公司價值隨著時間變化呈現出典型的U型分布規律。[15]丁志國等（2012）認為企業上市后即使在發展的相同階段且外部環境因素相對穩定條件下，企業的特征也可能存在內生性的時變規律。[16]丁志國等（2014）基于2003—2013年中國滬深A股市場上市公司研究發現，公司股利政策隨上市時間變化呈現U型曲線特征，拐點大約出現在6年左右，上市公司股利政策存在內生性的時間效應。[17]

不難發現，已有的研究已經在企業破產風險測度和預測方面給出了相對較為完整的理論分析體系和實證研究方法，但是這些研究主要關注的是企業破產風險的刻畫和預測的準確性，沒有涉及破產風險特征在企業上市后隨時間變化可能表現出的一般性規律問題。顯然，上市后企業所處的發展階段和外部環境因素相對穩定的情況下，破產風險特征是否隨時間變化仍然具有一般性的內生時變規律是一個非常值得認真研究的科學問題。因此，本文基于中國A股市場全樣本數據，采用橫截面固定效應面板模型，實證判別上市后隨時間變化企業的破產風險特征是否具有一般性的時變規律，并基于理論猜想分析上市公司破產風險的時變特征及其內生性的經濟學原因。本文成果能夠從理論上為破產風險研究提供一個不同的視角，同時也能夠為資本市場的不同參與主體提供更加科學的判別邏輯和更加嚴謹的分析依據。

一、上市公司破產風險時間效應的實證判別

（一）變量選取與模型設定

基于現有的研究文獻，描述破產風險特征的指標主要有財務信息、現金流信息和市場收益信息，而其中財務信息則是被學術界最廣泛應用的指標。Beaver（1966）發現現金流量與負債總額的比率和資產負債率能夠較好地判定公司的財務狀況。[1]Altman（1968）提出的多元 Z值模型中使用了運營資本/總資本、留存收益/總資本、息稅前收入/總資本、股票市場價值/總的賬面負債以及銷售收入/總資本等五個變量。[2]陳靜（1999）發現流動比率和負債比率在預測公司ST方面誤判最低。[5]因此，本文選取代表短期償債能力的三個指標作為衡量企業破產風險特征的被解釋變量，分別為流動比率（流動資產/流動負債，標記為LR）、速動比率[（流動資產-存貨）/流動負債，標記為QR]、運營資金與資產總額比率[（流動資產-流動負債）/資產總額，標記為WAR]。

鑒于考察企業破產風險特征隨時間變化的一般性內生規律的研究目的，本文選取公司IPO之后的時間T作為解釋變量，在季度數據中公司上市后的第一個完整季度T取值為1，上市后的第二個完整季度取值2，以此類推。并且，在樣本篩選過程中對公司的上市時間點不進行區分，將不同年度上市的公司樣本集合構成面板數據，從而消除不同年份的外部宏觀經濟因素對上市公司破產風險特征可能產生的影響，即選擇面板數據的第一列均為IPO后第一個季度數據，而第二列均為IPO后第二個季度數據，以此類推。為了分析破產風險隨企業上市時間變化可能存在的非線性時變規律，解釋變量分別選取上市時間T的一次項和二次項，標記為T和T2。

由被解釋變量的統計性特征可知，流動比率最小值為0.0177，而最大值為190.8692，速動比率的最小值為0.0127，最大值達到179.5783，表明流動比率和速動比率的波動非常大，而運營資金與資產總額比率的最小值為-4.0735，最大值為0.9717，相較流動比率和速動比率而言相對平穩。從不同的時點來看，上市公司隨著上市時間的變化，流動比率、速動比率和運營資金與資產總額比率在上市后的1—9年期間持續下降，在上市后的9—12年期間流動比率、速動比率和運營資金對資產總額比率三個指標的數值停止下降，并有小幅度增長。上述統計結果過于粗糙和簡單，無法準確考察樣本內部的截面個體差異，因此需要進一步采用實證分析模型進行科學判別。

本文擬采用面板數據（Panel Data）模型測度中國A股市場上市公司IPO之后公司破產風險的時間效應及內生性特征。基于時間和截面兩個維度的數據信息，面板數據模型擴充了信息總量的規模和模型估計的自由度，有效避免了變量間多重共線性的影響，使模型估計的有效性得到提升，同時也很好地控制了個體之間的異質性問題，降低模型估計結果偏誤的概率，提升了實證檢驗過程中參數估計的效果（Hsiao，2003）。[18]Mundlak（1978）認為，隨機效應模型假設包含個體隨機影響的全部回歸變量外生，而固定效應模型則要求包含個體影響效果的全部回歸變量內生。[19]Baltagi（2008）認為，如果數據樣本隨機地抽取自總體，則隨機效應模型適用，而如果樣本局限于特定個體，則固定效應模型適用。[20]顯然，本文選取的是中國A股市場的全樣本數據，并不涉及總體中隨機抽取問題，因此適用固定效應模型進行參數估計。具體模型設定如下：

（1）

其中，i代表觀測個體，t代表觀測時間；Yit表示衡量公司破產風險特征的指標，分別為流動比率（LR）、速動比率（QR）和運營資金與資產總額比率（WAR）；T代表公司IPO后的時間，單位為季度、半年度和年度；β1、β2為解釋變量系數，εi必須滿足均值為0、同方差、相互獨立，且必須與解釋變量外生的特征。

不難發現，由于時間項T≥1，如果方程（1）中T和T2系數顯著，則表明上市公司破產風險存在U型曲線的時變特征。而上述被解釋變量流動比率、速動比率和運營資金與資產總額比率均與企業的破產風險特征屬于反向關系。因此若系數估計值β2>0，表明企業破產風險特征服從“倒U型”曲線分布，即破產風險隨著上市時間的推移先上升再下降；當β2<0時，則表明上市公司的破產風險特征服從“正U型”曲線分布，即隨著上市時間的推移先下降再上升。

本文選取樣本的時間區間為2003年3月至2015年6月，并剔除以下幾類公司樣本：金融類公司，上市不滿3年的公司，財務數據披露不完整的公司，已退市的公司。數據樣本最終獲得了13期51家公司到48期1251家公司的平衡面板季度數據。截至2015年6月，上市周期至少13季度（3年）的公司有1251家，上市周期至少17季度（4年）的公司減少到1040家，而上市周期為48季度（12年）的公司僅為51家。本文數據頻率分別選擇了年度、半年度、季度，但由于篇幅限制原因，正文中僅給出季度數據的估計結果，頻率為年度、半年度的數據實證結果將作為附表列出。樣本數據信息均來自國泰安CSMAR數據庫、Resset金融研究數據庫和萬德Wind數據庫。本文選用stata12.0軟件進行模型的參數估計。

（二）實證結果分析

本文基于上市周期由13季度到48季度的36組面板數據，針對方程（1）進行回歸分析，分別得出時間一次項和二次項的回歸系數估計值及其顯著性結果。此外，結果中還給出了檢驗固定效應的F統計量和檢驗方程總體顯著性的F統計量及其顯著性結果，估計結果參見圖1。

由實證參數估計結果可知：（1）流動比率和速動比率估計結果中19個季度及以上數據樣本的T和T2均顯著，且T的系數符號為負，而T2的系數符號為正；運營資金對資產總額比率估計結果中從13個季度開始T和T2始終顯著，且T的系數符號為負，而T2的系數符號為正。由于方程中的被解釋變量流動比率、速動比率和運營資金與資產總額比率均是破產風險的負向代理指標，此結果說明公司的破產風險特征隨上市時間變化服從倒U型曲線規律。（2）由8—12年的T和T2的系數估計結果，計算可知U型曲線在6.5年左右出現拐點。因為短周期數據的估計結果可能無法真實刻畫曲線拐點的具體位置，因此本文選取長周期數據樣本數據結果計算U型曲線的拐點位置。（3）13—18個季度樣本數據估計結果不顯著的原因，可能是因為本文研究目的是判斷企業破產風險特征的時變規律，而較短周期的數據樣本無法真實地刻畫變量的時間序列變化特征。（4）固定效應的F統計量和檢驗方程總體顯著性的F統計量結果顯示36組面板數據的固定效應均顯著，且參數聯合檢驗顯著。（5）半年度和年度數據的估計結果支持上述實證結果，表明上述實證結果穩健。

因此，上市公司的破產風險特征隨上市時間變化呈現出顯著的倒U型曲線分布規律，先上升再下降，拐點出現在6.5年左右的時間位置，存在顯著且穩健的時間效應。

二、上市公司破產風險時間效應的內生性判別

雖然，基于不同破產風險代理指標的實證檢驗結果均已穩健表明，上市公司的破產風險特征隨時間變化呈現拐點為6.5年的倒U型曲線規律。但方程（1）僅僅是基于上市時間T作為單一變量得出的結論，并沒有考慮上市公司破產風險的時變特征是否也有可能受到其他因素的影響。因此，鑒于本文實證判別結論的科學性和穩健性考慮，下面將引入可能影響上市公司破產風險時變特征的其他因素，作為控制變量進入方程（1），再次對上市公司破產風險特征的時間效應進行穩健性檢驗，進而考察上市公司破產風險時變規律的內生性特征。

（一）變量選取與模型設定

已有的研究結論表明，財務狀況、營運狀況、盈利能力和公司屬性等是可能影響上市公司破產風險時變特征的重要因素。因此，本文引入可能影響上市公司破產風險時變特征的因素作為控制變量，具體如下：

1.公司規模（SIZE），以公司總資產的自然對數來表示。Titman和Wessels（1988）研究發現，規模大公司比小公司抵御風險能力更強，具有更小的破產清算概率。同時，大公司舉債能力和提高負債比率的意愿更強，因此大公司償債能力出現問題的概率應該高于小公司。[21]

2.長期償債能力，選取資產負債率（LEV）刻畫，具體采用資產總額與負債總額的比值來表示。一般來說，公司的資產負債率越高，面臨經營困境的可能就越大。但資產負債率提高意味著財務杠桿的提高，使得股東權益增加。

3.營運能力，選取總資產周轉率（TAT）刻畫，具體采用營業收入與資產總額的比例來表示。作為綜合評價企業資產運營質量和效率的指標，總資產周轉率越高表明其周轉速度越快，營運能力也就越強，出現破產風險的概率越小。

4.盈利能力，選取總資產收益率（ROA）刻畫，具體采用凈利潤與資產總額的比例來表示?？傎Y產收益率是每單位資產創造多少凈利潤的指標，總資產收益率越大代表企業盈利能力越強，出現破產風險的概率越低。

通過對上述4個指標的描述性統計發現：公司規模保持持續增長，公司總資產隨上市時間的增加而逐步增加；資產負債率在上市后1—7年間顯著上升，8—12年間保持平穩，說明在公司上市之初公司負債持續增加，長期償債能力下降；總資產周轉率上市后1—9年間顯著上升，9—12年間呈現下降趨勢；總資產收益率上市后1—7年間顯著下降，8—12年間沒有明顯變化趨勢。

在方程（1）的基礎上加入上述外生控制變量，進一步判別上市公司破產風險的時間效應是否具有內生性特征，具體模型如下：

（2）

其中，i代表觀測個體，t代表觀測時間；Yit表示衡量公司破產風險的指標，分別為流動比率（LR）、速動比率（QR）和運營資金與資產總額比率（WAR）；T代表公司IPO之后的時間，頻率為季度數據、半年度數據和年度數據；SIZEit、LEVit、ROAit、TATit分別代表公司規模、資產負債率、總資產收益率、總資產周轉率；β1、β2、β3、β4、β5和β6分別為對應解釋變量的系數，εi必須滿足相互獨立、均值為0、同方差，且必須與解釋變量外生的特征。

（二）實證結果分析

加入控制變量后公司破產風險時間效應的實證參數估計結果表明：（1）流動比率和速動比率估計結果中，19個季度及以上數據樣本的T和T2均顯著，且T的系數符號為負，而T2的系數符號為正；運營資金與資產總額比率估計結果中，從13個季度開始T和T2始終顯著，且T的系數符號為負，而T2的系數符號為正。說明即使加入了可能的影響因素后，公司破產風險特征隨上市時間變化仍然服從顯著的倒U型曲線規律。（2）由8—12年T和T2的系數估計結果計算可知，基于流動比率和速動比率模型的倒U型曲線的拐點位置略有提前，在5年左右，而基于運營資金與資產總額比率模型的倒U曲線的拐點位置略有推后，在6.8年左右。（3）由于13—18個季度的數據樣本涵蓋的時序信息較少，因為可能無法真實地刻畫數據樣本的時間序列特征，故其呈現出參數估計結果不顯著的特征。（4）企業規模（SIZE）在基于流動比率和速動比率模型中24—48個季度系數顯著且為負值，在其他時期內系數不連續顯著且系數為正值；基于運營資金與資產總額比率模型13—48期系數均顯著且為正值。由此可以看出公司規模對破產風險存在顯著影響，但影響的具體方向在不同的模型中的估計結果不同，即實證結果存在模型依賴問題。（5）資產負債率（LEV）在三個模型中系數均顯著且符號為負，說明破產風險隨財務杠桿的增加而上升，與本文的基本預期一致，因為財務杠桿增加表明企業負債增加，因而破產風險上升。（6）總資產周轉率（TAT）在基于流動比率和速動比率模型中，系數始終為負號，分別在19—46個季度和19—38個季度連續顯著，說明總資產周轉率增加，企業的破產風險上升。該結論與本文預期不同，可能是因為使用的破產風險衡量指標流動比率和速動比率與總資產周轉率存在負向關系，當總資產周轉率上升時，更多的資金被用于生產經營，故而使得短期流動能力下降。在基于運營資金與資產總額比率模型中，顯著性不連續并發生影響方向變化的現象。（7）總資產收益率（ROA）在三個模型中均出現了顯著性不連續且影響方向變化的現象，說明盈利能力與破產風險關系并不明顯。（8）半年度和年度數據的估計結果支持上述實證結果，表明上述實證結果穩健。

因此可知，雖然企業規模和資產負債率顯著地影響了上市公司的破產風險特征，但是破產風險的時變規律具有顯著且穩健的內生性特征。

三、上市公司的破產風險存在具有內生性特征的時間效應

實證結果穩健表明：公司破產風險隨著上市時間的變化服從倒U型曲線的時變規律，先上升再下降，在6.5年左右出現曲線的拐點，且上述時變規律具有穩健且內生的特征。因此，上市公司破產風險存在內生性時間效應。本文擬基于管理者上市亢奮的邏輯和視角，從理論上分析上市公司破產風險的時間效應及其內生性特征的存在原因：

第一，硬性上市條件約束促使公司上市初期所面臨的破產風險相對較低。顯然，交易所和監管機構已經就企業上市的標準做出了明確且嚴格的要求，其中財務與資本結構的嚴格要求勢必會對公司管理者的行為形成強有力的硬性約束。因此，管理者進行冒險投資的沖動會得到有效的抑制，促使上市初期企業的資本結構處于相對較低的水平，進而保證企業能夠獲得上市成功的機會，硬性上市條件約束的結果就是上市初期企業面臨的破產風險相對較低。

第二，上市成功后管理者的上市亢奮會促使企業破產風險顯著上升。作為企業發展過程中最重要的轉折點，IPO成功后管理者會產生強烈的投資沖動，即上市亢奮效應。管理者的上市亢奮效應主要來自幾方面原因：（1）上市成功直接刺激了管理者的投資沖動，一段時間以來為了謀求上市機會而被壓抑的投資沖動得到宣泄的機會；（2）上市融資獲得的充裕資金也會進一步強化管理者的投資沖動；（3）作為上市公司，企業的債權融資成本會出現顯著下降；（4）IPO成功后由于聲望的提升，信息獲取的難度必然大幅降低，并且企業所面臨的投資機會和選擇也會明顯多于從前。因此，IPO成功必然加劇管理者的投資沖動，諸多以往根本不會考慮的風險性投資項目上市后可能也會被管理者采納，管理者的投資選擇不再謹慎，過度投資行為十分嚴重，導致的結果就是企業的資本結構顯著上升，企業面臨的破產風險開始上升。

第三，資本結構與企業價值的互相推動效應也加劇了企業上市后破產風險的顯著上升。上市初期管理者在上市亢奮的驅使下不斷提高企業的資本結構，由于此時企業的資本結構普遍較低，因此在債權稅盾效應的作用下資本結構的上升也會顯著提升企業的價值。上升的企業價值使得企業融資的成本繼續降低，再次促進管理者不斷提高企業的資本結構，表現為上市后一段時間內企業的資本結構出現快速上升的現象，進而促使企業上市后面臨的破產風險顯著上升。

第四，企業價值增加與破產風險的權衡促使公司資本結構再度下降。由于企業債務存在稅盾效應，更高的財務杠桿在增加公司價值的同時，也會因提高企業的破產風險因而降低公司的價值（Robichek和Myers，1966）。[22]當公司具有較小的財務杠桿時，公司價值與資產負債率之間關系為遞增函數，但當企業的財務杠桿持續增加后，破產風險也隨之持續增加，并與公司價值之間關系表現為遞減函數，最終破產風險會導致公司價值開始逐漸降低。上市公司初期經歷了上市亢奮導致的資本結構顯著上升，上升的資本結構最初對企業的價值產生了顯著的推升作用，但伴隨著資本結構的上升也使得公司的破產風險顯著增加，進而影響公司估值水平，同時公司的融資能力和融資成本也會因資本結構過高而受到顯著影響，因此對管理者上市初期的投資沖動產生有效的抑制作用。因此，受融資成本上升和企業價值下降的共同影響，公司管理者無疑會再次選擇降低資本結構，從而使得資本結構出現顯著下降，并因此使得企業的破產風險也開始下降。

總之，企業上市初期通常出現資本結構顯著上升的過程，但當資本結構上升到一定程度之后又開始轉而進入下降過程，因此導致上市公司破產風險特征呈現顯著的倒U型時變規律。因此，公司的破產風險特征隨著上市時間的變化會表現出一般性的變化規律，即上市公司的破產風險存在具有內生性特征的時間效應。

結 語

已有的國內外研究主要集中在企業破產風險的測度和預測方面，關注破產風險特征的刻畫以及預測的準確性，沒有涉及企業破產風險特征在上市后隨時間變化可能表現出的一般性規律問題。本文基于中國A股市場全樣本數據，采用橫截面固定效應面板模型，實證判別破產風險特征隨企業上市時間變化是否存在內生性時變規律，并基于理論猜想分析上市公司破產風險存在內生性時變規律的原因。

實證結果結論表明：隨著上市時間的變化，破產風險特征呈現典型的倒U型曲線規律，先上升再下降，在6.5年左右出現曲線的拐點；將可能的影響因素作為控制變量引入實證過程，公司破產風險特征仍然存在顯著且穩健的倒U型曲線時變規律。因此，上市公司破產風險存在具有內生性特征的時間效應。本文的理論猜想認為：首先，交易所和監管機構對企業上市的標準做出了明確且嚴格的要求，為了獲得上市成功的機會，管理者進行冒險投資的沖動會得到有效的抑制，從而促使上市初期企業的資本結構處于相對較低的水平，決定了上市初期企業的破產風險相對較低。其次，上市融資（IPO）作為企業發展過程中最重要的轉折點，必然加劇管理者的投資沖動，可能采納諸多以往不會涉及的風險性項目，投資選擇行為不再謹慎，過度投資變得十分嚴重，使得企業的資本結構開始出現顯著上升，進而導致破產風險上升。再次，上市初期管理者在上市亢奮的驅使下不斷提升企業的資本結構，由于此時企業的資本結構普遍較低，因此在債權稅盾效應的作用下資本結構的上升也會顯著增加企業的價值，因此進一步促使上市后一段時間內企業的資本結構快速上升，進而導致企業上市后破產風險的顯著上升；最后，伴隨著資本結構的上升，公司的破產風險顯著增加，進而影響公司估值水平，同時公司的融資能力和融資成本也會因資本結構過高而受到影響，理性的公司管理者無疑會選擇降低資本結構，從而使得資本結構出現顯著下降，并因此使得企業的破產風險下降。因此，企業破產風險隨著上市時間的變化呈現具有內生性特征的時間效應。

參 考 文 獻

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[責任編輯 國勝鐵]

Abstract： Foreign studies focus on measurement of bankruptcy risk and prediction effect， seldom on the general rules of the risk changing with time. Based on the complete data of the quarterly， semi-annual and yearly performance of Chinas Shanghai and Shenzhen a-share market between March 2013 and June 2015， by adopting cross sectional fixed effect panel model， this paper empirically judges the innate rules of risk features changing with time and explains the economic reason for the relation between risk and time. The results show that the time effect of bankruptcy risk is conspicuous and steady， forming an inverted U type and the turning point appears after 6.5 years； debt-paying ability， management ability and profit ability are introduced as controllable variant， this rule is still obvious and stable. Therefore， there is time effect in the risk of listed company and the effect is innate. Theoretical conjecture believes that the rigid constraint and the excitement of managers， tax shield effect and measurement of value influence effect contribute to the rule of inverted U type in the features of the risk of listed company.

Key words： listed company， bankruptcy risk， time effect， innateness